实际有效汇率波动对上海出口商品结构的影响

袁芳英

(上海社会科学院 经济研究所,上海 200025)

一、引 言

2008年发端于美国的全球金融危机给我国的贸易出口带来了巨大的影响,出口额急剧下滑,如何促进出口又成为中国经济增长的一道难题。其中优化出口商品结构 (提高资本密集型产品和技术密集型产品的出口比重)是众多专家学者开出的良方。要求解如何优化出口商品结构,弄清楚出口商品结构的影响因素是必要条件。影响出口商品结构的因素有经济发展水平、产业结构状况、自然资源状况、汇率变动和贸易政策等。

本文只考察人民币实际汇率波动对出口商品结构的影响。关于这一命题,已有学者进行过研究,郑恺 (2006)［1］对其的综述,其一是关于汇率波动和总体贸易的关系 (Bailey,Tavlas and Ulan,1987［2］;Chou W,2000［3］等),其二是按产业和产品类别研究汇率波动和贸易的关系 (毕玉江,2005［4］;郑恺, 2006［5］;雷德辉,2007［6］;陈云等,2008［7］;)。但目前研究汇率波动对出口商品结构影响的不多见。曾铮等 (2007)［8］、孟猛等 (2008)［9］、邓水兰(2008)［10］等研究过汇率波动的出口商品结构的影响,但是存在一些问题：出口商品结构简单地只考察劳动密集型产品出口额和资本密集型产品出口额占总出口额的比重;在实证分析时计量模型过于简单,解释变量只有汇率,这易造成异方差,参数估计值有偏。所以本文将在细分出口商品结构和计量分析方法上有所创新。具体表现在：

其一,本文将参照 Lall(2000)［11］的研究,按照 SITC(标准国际贸易分类)三位数分类将 200多种出口商品分为四大类：即资源密集型产品、劳动密集型产品、资本密集型产品和技术密集型产品,分别考察实际有效汇率对四类出口商品的影响。

其二,本文将基于ARDL模型,采用更加稳健的边限检验 (bounds tests)方法来识别实际有效汇率对出口商品结构的长期影响,同时利用误差修正模型 (ECM)来分析其短期影响。

二、计量模型与数据

(一)模型设定

根据一般的国际贸易理论,决定商品出口需求的常见变量有：外国收入水平、本国出口商品相对于外国商品的贸易条件、汇率等。故可设定反映四种类型出口商品需求的ARDL模型为：

ARDL-ECM模型为：

其中：i=1、2、3、4,x1为资源密集型商品出口额的变动率、x2为劳动密集型商品出口额的变动率、x3为资本密集型商品出口额的变动率、x4为技术密集型商品出口额的变动率;yf为贸易伙伴国GDP的变动率;e为实际有效汇率的变动率。

(二)变量及数据来源

1．出口商品类别。本文参考Lall(2000)的研究,把按照 SITC三位数分类的二百多种商品重新分为资源密集型产品 (PP)、劳动密集型产品 (LT)、资本密集型产品 (MT)和技术密集型产品 (HT)四个大类。资源密集型产品主要指没有经过任何加工过程的原材料以及经过简单加工用作直接消费或工业中间品。劳动密集型产品包括纺织品、服装、鞋类产品以及简单金属加工品、玩具及塑料制品等。资本密集型产品包括摩托车、汽车等自动化产品,化学品、纤维、钢铁等加工工业品以及机械、船舶、发动机等工程类工业品,该类产品的技术含量虽然不是太高,但规模经济非常突出。技术密集型产品包括电子电信类产品以及医疗器械、光学仪器、航空产品等。

根据国研网提供的 2002—2008年上海海关数据整理得出四类商品的出口额,计算结果显示在图 1中。

图 1 2002—2008年上海市四类商品出口额 (亿元)

2．GDP。由于 GDP不存在月度统计数据,本文采用贸易伙伴国的工业生产指数来代替GDP数据,这样的做法在几篇国外实证中也曾采用,如 Koray,Lastrapes(1989)［12］等。数据来源于 IFS。

3．汇率。本文使用实际有效汇率 (REER)来衡量汇率水平,数据来源于国际清算银行 (BIS)。BIS提供的实际有效汇率指数上升,表示人民币升值。

三、实证过程和结果分析

(一)变量的单位根检验

由各变量的折线图可以简单地判断在ADF检验中应都带有常数项,除 X4外其他变量都带有时间趋势项。按照各变量 AIC的绝对值最小的原则确定其滞后项。用Eviews3．1检验的结果见表 1。

根据单位根检验结果,得出 x1、x2、x3、 x4、 e、 yf都是非平稳序列。对于非平稳变量间是否存在长期稳定关系,还要利用协整检验来判断。而进行协整检验的前提,就是变量必须为同阶单整过程,同为 I(1)过程(一次差分后平稳),或同为 I(0)过程(平稳过程)。ARDL模型的一大优点,就是我们不用管变量是否同为 I(0)过程,或同为 I(1)过程,都可以用基于ARDL-ECM模型的边限检验来判断变量之间的长期关系,而这是标准的协整检验做不到的。

表 1 单位根检验结果

(二)诊断长期关系是否存在：边限检验

判断变量间是否存在长期稳定的关系,本文采用Pesaran、Shin和Sm ith(1999)的边限检验方法。这一方法以渐进理论为基础检验变量之间的长期稳定关系,特点是在进行检验时可以不预先考虑方程中的回归元是否在一阶或是在二阶求整,从而避免了传统的单位根检验和协整分析的预先检验问题。边限检验方法涉及两种检验：F统计检验,检验滞后变量 (包括和不包括趋势项两种情况)的联合显著性;t比率检验,检验变量t-1的滞后量的显著性。本文采用前一种方法。即首先计算出(2)式的F统计量。如果计算出的 F统计量落在临界值范围之外,那么我们就可以得出肯定的结论,而不用去管基本变量是 I(0)还是 I(1)。具体情况是：如果F统计量大于临界值上界,那么就拒绝变量间无长期关系的原假设,认为变量间存在长期关系;如果 F统计量小于临界值下界,那么就无法拒绝变量间无长期关系的原假设。如果计算出的F统计量落在临界值范围之内,那么结论是不肯定的。它依赖于基本变量是I(0)还是I(1),这种情况下可能还要进行单位根检验。

应用 Microfit4．0做的边限检验 F统计量结果如下：

查Pesaran给出的临界范围表可知,在 95%的置信水平下该 F统计量的范围在 3．793-4．855之间。可见以上的 F统计量都超出了临界值上界,这表明 x1、x2、x3、x4与 e和 yf之间存在长期稳定关系。

(三)ARDL模型的估计结果和分析：长期关系

依据AIC和相关诊断标准对(1)式进行分析处理,剔除不显著阶数,力求模型的简洁化,最后得出四类出口商品的ARDL模型及其相应的 ECM模型,从而估计出实际汇率波动对上海出口商品结构的长期和短期影响,结果见表 2和表 3。

由表 2可知：第一,实际有效汇率变动率 e的系数估计值都为负数,这说明实际有效汇率指数的上升,会使四类商品的出口额减少。第二,分析e的系数估计值的大小,发现不同类型商品的出口额对人民币实际汇率波动的敏感程度不同。汇率波动对劳动密集型商品出口影响最大,其次是资源密集型商品,再次是资本密集型商品,对技术密集型商品的影响最小。因为劳动密集型制成品出口企业依靠国内廉价的劳动力获得价格优势,人民币升值后,企业利润空间缩小,所以受汇率波动的影响较大;而对于技术密集型商品,外资企业占据了该类产品出口额一半以上的份额,它们具有规避汇率风险的优势,因而其受汇率波动的影响相对较小。

表 2 ARDL模型估计的长期系数值

(四)ARDL-ECM模型的估计结果和分析：短期关系

表3是 ARDL-ECM模型的估计结果。由于篇幅所限和分析需要,本文只列出了de和其各滞后阶数的系数估计值。

由表 3可以看出,系数基本上是显著的,并且符号与表2中的一致,因此短期的人民币汇率波动也对我国出口产生了显著的、不利的影响。另外,ECM系数的绝对值比较大,特别是技术密集型出口商品的ECM系数绝对值大于 1,这可能是由于在浮动汇率制度下,面对人民币升值的冲击,出口企业加快了出口产品结构的调整速度,技术密集型出口企业可以利用人民币升值改善贸易条件,以较低廉的价格引进国外先进技术和国际资本来降低生产成本,这使得它们的调整速度尤其加快。

表 3 ARDL-ECM模型估计的短期系数值

四、总结和政策建议

综上所述,无论从长期还是从短期来看,实际有效汇率的波动会使出口企业长期面临汇率风险而减少出口,基于SITC三位数分类的四类出口商品对汇率波动的反应是有差异的。实证结果表明：第一,无论是在长期还是在短期,人民币汇率波动对上海出口额的负面影响都是显著的;第二,汇率波动对四类商品出口额的影响存在较大差异,汇率波动对劳动密集型商品出口影响最大,其次是资源密集型商品,再次是资本密集型商品,对技术密集型商品的影响最小。

在全球金融危机爆发后,美国采取量化宽松的货币政策,上海的其他主要贸易出口国也相继采用宽松的货币政策,这势必造成人民币实际有效汇率的上升压力,所以货币当局通过市场介入来维持目前的人民币汇率稳定是必要的,还可加快和推广跨境贸易人民币结算业务。

技术密集型出口商品的ECM系数绝对值大于 1,这说明技术密集型出口企业可以利用人民币升值改善贸易条件,以较低廉的价格引进国外先进技术和国际资本来降低生产成本,从而减少冲击,甚至增加出口。这从另一角度说明人民币的适度升值对提升上海的出口商品结构是有益的,尤其是在上海劳动密集型产业逐渐转移出去并大力发展先进制造业的背景下,人民币实际汇率升值会有利于上海出口商品结构升级。

［1］郑恺.汇率波动与国际贸易关系研究综述 ［J］.经济学动态,2006,(10)：107-111.

［2］Bailey M,Tavlas G,Ulan M.The Impact of Exchange Rate Volatility on Export Growth：Some Theoretical Considerations and Empirical Results［J］.Journalof Policy Modeling,1987,(9)：225-243.

［3］Chou W.Exchange rate variability and China's exports［J］.Journal of Comparative Economics,2000,(28)：61-79.

［4］毕玉江.实际有效汇率对我国商品进出口的影响——基于标准国际贸易分类的实证检验 ［J］.世界经济研究,2005,(6)：61-67.

［5］郑恺.实际汇率波动对我国出口的影响——基于 SITC比较 ［J］.财贸经济,2006,(9)：37-42.

［6］雷德辉.人民币汇率升值对我国制成品出口商品结构的影响 ［J］.广西财经学院学报,2007,(1)：98-102.

［7］陈云,何秀红.人民币汇率波动对我国 HS分类商品出口的影响 ［J］.数量经济技术经济研究,2008, (3)：43-54.

［8］曾铮,张亚斌.人民币实际汇率升值与中国出口商品结构调整 ［J］.世界经济,2007,(5)：16-24.

［9］孟猛,郑昭阳.人民币实际汇率和汇率错位对中国制造业出口贸易的影响——基于中国和主要贸易伙伴间面板数据的实证研究 ［J］.世界经济研究,2008,(5)：51-58.

［10］邓水兰,温诒忠.人民币汇率变动对我国进出口贸易结构的影响 ［J］.国际贸易,2008,(9)：26-31.

［11］Lall Sanjaya.The Technological Structure and Performance of Developing Country Manufactured Exports：1985-98［J］.Oxford Development Studies,2000,(3)：337-369.

［12］Koray Faik,Lastrapes William D.Real Exchange Rate Volatility and U.S.Bilateral Trade：A VAR App roach［J］.The Review of Economics and Statistics,1989,(4)：12-87.